財政支農(nóng)對農(nóng)民增收的影響研究

□朱根豪

（河南工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院，河南 鄭州 450001）

數(shù)據(jù)顯示，2007—2020 年我國農(nóng)村居民人均可支配收入由4 140.36 元增至17 131.5 元；城鎮(zhèn)居民人均可支配收入由13 785.81 元增至43 833.8 元；城鄉(xiāng)居民人均收入差距由9 645.45 元擴大至26 702.3 元。我國城鄉(xiāng)居民收益逐年上升，但農(nóng)村居民收入增長速度不顯著，年均增速較慢，城鄉(xiāng)居民收入差距逐漸拉大。系統(tǒng)化研究我國財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入產(chǎn)生的影響，對提高農(nóng)民收入水平及完善財政支農(nóng)政策具有重要意義。

1 文獻(xiàn)綜述

孔祥智等（2016）[1]利用時間序列數(shù)據(jù)研究中國財政支農(nóng)政策對農(nóng)民增收的影響，結(jié)果顯示，財政支農(nóng)對農(nóng)民收入提高有明顯效果，農(nóng)村社會事業(yè)支出對農(nóng)民增收影響最大。

張笑寒和金少涵（2018）[2]根據(jù)VAR 模型和VEC模型，應(yīng)用協(xié)整檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析等方法研究財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)民收入增長的長期和短期影響，結(jié)果顯示，長期財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)民人均純收入具有正效應(yīng)，但效應(yīng)相對較差；財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)民的工資性收入、家庭經(jīng)營收入、轉(zhuǎn)移和財產(chǎn)性收入的影響有所差異，其中對農(nóng)民工資性收入、轉(zhuǎn)移和財產(chǎn)性收入的影響超過農(nóng)民家庭經(jīng)營收入的影響。

柳雅婷等（2020）[3]通過對我國31 個省份1997—2018 年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究后得出，財政支農(nóng)雖然對農(nóng)民收入增長有較高的正向效應(yīng)，但作用較小，財政支農(nóng)的實際效果受地域條件的限制，西部地區(qū)和中部地區(qū)的財政支農(nóng)作用顯著超過東部地區(qū)，提出改變財政支農(nóng)的投入方式、加強支農(nóng)資金管理等政策建議。

陳利和黃金輝（2020）[4]收集梳理1998—2018 年有關(guān)時間序列的數(shù)據(jù)，建立計量模型，結(jié)果表明，政府部門的直接財政投入對農(nóng)民增收具有積極作用，政府對農(nóng)村義務(wù)教育的財政投入對農(nóng)民增收具有積極作用，但有較強的時滯性。值得關(guān)注的是，政府對農(nóng)村衛(wèi)生的財政投入與農(nóng)民收入成反比。

馮夢黎和徐燦琳（2020）[5]對比研究兩個不同方式的財政資金支持形式對農(nóng)民收入產(chǎn)生的影響，發(fā)現(xiàn)固定資產(chǎn)投資方式與農(nóng)民收入成正比，農(nóng)民補助資金形式與農(nóng)民收入成反比，農(nóng)戶自有資產(chǎn)水平、財政農(nóng)林牧漁支出、農(nóng)產(chǎn)品價格水平等均與農(nóng)民收入呈正相關(guān)。

李艷秋等（2021）[6]應(yīng)用空間面板回歸模型和面板門檻模型考察財政支農(nóng)、金融助農(nóng)與農(nóng)村居民收入增長的非線性空間關(guān)系。

2 變量選取與數(shù)據(jù)說明

文章主要分析2007—2020 年財政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民人均可支配收入之間的關(guān)系，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》的相關(guān)統(tǒng)計指標(biāo)。在模型構(gòu)建中，選取農(nóng)村居民人均可支配收入（元）為被解釋變量，選取國家財政支農(nóng)資金（億元）為解釋變量。從數(shù)據(jù)的可收集性出發(fā)，農(nóng)林水利事務(wù)支出最能反映出財政支農(nóng)支出水平。原因是2007 年政府將多種財政支農(nóng)形式合并為農(nóng)林水利事務(wù)支出，為保證指標(biāo)數(shù)據(jù)前后的一致性，以2007 年為數(shù)據(jù)選取的起點。

目前，統(tǒng)計年鑒最新數(shù)據(jù)是2021 年的數(shù)據(jù)。農(nóng)村居民家庭人均可支配收入能充分反映農(nóng)民真實收入水平。在《中國統(tǒng)計年鑒》中，2012 年以前是農(nóng)村居民家庭人均純收入，2012 年以后為農(nóng)村居民人均可支配收入。兩者統(tǒng)計指標(biāo)在口徑上存在不同，但整體來看，將兩者聯(lián)合使用能準(zhǔn)確反映2007—2020 年農(nóng)民人均收入的變化情況，用于衡量農(nóng)村居民的增收水平和增收能力。控制變量選擇糧食總產(chǎn)量（萬t）與農(nóng)業(yè)機械總動力（萬kW）。

3 實證分析

如表1 所示，文章選取我國2007—2020 年14 年的時間序列數(shù)據(jù)為研究對象，考察了我國財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入的影響，選擇財政支農(nóng)支出作為考量財政支農(nóng)水準(zhǔn)的指標(biāo)，農(nóng)村居民人均純收入作為考量農(nóng)民收入的指標(biāo)。考慮農(nóng)民人均純收入、財政支農(nóng)支出、糧食總產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)機械總動力4 個自變量間的動態(tài)聯(lián)系與相互影響，運用多元回歸模型展開分析。此外，為了防止數(shù)據(jù)大幅度變化，對每個序列進(jìn)行對數(shù)處理，模型如下。

表1 2007—2020 年財政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入相關(guān)數(shù)據(jù)

式中：y為農(nóng)村居民人均純收入，x1為農(nóng)林水務(wù)事務(wù)支出，x2為糧食總產(chǎn)量，x3為農(nóng)業(yè)機械總動力；經(jīng)DF 檢驗，各變量均平穩(wěn)。

第一步，用STATA 軟件對lny與主要變量lnx1進(jìn)行OLS 回歸估計得到結(jié)果。

結(jié)果顯示，lnx1對lny影響顯著，x1變動1%，y變動0.756 7%，其中R-squared 為0.951 3，說明擬合優(yōu)度很好，被解釋變量y被解釋變量x1能解釋的部分較為充分。

第二步，用STATA 軟件對lny與主要變量lnx1控制變量lnx2、lnx3進(jìn)行OLS 回歸估計得到結(jié)果，如表2所示。

表2 財政支出對農(nóng)民收入的影響

結(jié)果顯示，lnx1、lnx2與lny為正相關(guān)，lnx3與lny為負(fù)相關(guān)。x1變動1%，y變動0.528 9%；x2變動1%，y變動2.727 5%；x3變動1%，y變動-1.300 1%。其中Adj R-squared 為0.968 7，說明擬合優(yōu)度很好，被解釋變量y被解釋變量x1和控制變量x2、x3能解釋的部分較為充分。

根據(jù)OLS 線性回歸估計可以得到各自變量對因變量的影響系數(shù)，即各變量α 的值。因此公式（1）可以寫為公式（2）。

第三步，自相關(guān)檢驗結(jié)果顯示p值大于0.05，所以不拒絕原假設(shè)并且沒有序列相關(guān)性。

第四步，VAR 模型選用的極大似然估計或OLS估計，故在估計以前明確模型的滯后期，消除誤差項自相關(guān)產(chǎn)生的影響。因此，VAR 模型得出最佳滯后階數(shù)為三階。

因為穩(wěn)定的VAR 模型無法進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解，所以除明確p值外，還要在VAR 模型估計之后，檢驗其穩(wěn)定性。如圖1 所示，VAR 模型中特征根的倒數(shù)值均小于1，是穩(wěn)定系統(tǒng)。

圖1 VAR 模型平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

實證結(jié)果顯示，2007—2020 年政府支農(nóng)支出與農(nóng)民收入之間有長期均衡關(guān)聯(lián)。政府對農(nóng)村生產(chǎn)發(fā)展的直接財政投入每提高1%，農(nóng)民人均純收入就會提高0.53%；糧食產(chǎn)量每提高1%，農(nóng)民人均純收入就會提高2.73%；農(nóng)業(yè)機械總動力每提高1%，農(nóng)民人均純收入會減少1.3%。

我國財政支農(nóng)支出、糧食總產(chǎn)量等因素能提高農(nóng)民收入水平，在長期內(nèi)轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，從源頭上提高農(nóng)民收入水準(zhǔn)。但是和糧食作物總產(chǎn)量增長相比，增加農(nóng)民收入的效率較低。一是財政支農(nóng)支出低，二是財政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)不科學(xué)，三是財政支農(nóng)方法單一，四是財政支農(nóng)效益低下。

4.2 建議

4.2.1 提高財政對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入占比

我國財政支農(nóng)支出對提高農(nóng)民人均收入具有積極作用，應(yīng)不斷提升財政在農(nóng)業(yè)投入中的比例，具體可從兩方面開展。一是政府部門在實施財政適用對策前，做好財政適用資產(chǎn)預(yù)算管理工作，系統(tǒng)化優(yōu)先選擇下發(fā)各市區(qū)財政適用項目預(yù)算，根據(jù)各省份詳細(xì)情況統(tǒng)籌安排支農(nóng)預(yù)算資金。二是健全農(nóng)牧業(yè)自身投入體制，貫徹支農(nóng)投入機制可持續(xù)發(fā)展觀[7]。

4.2.2 優(yōu)化財政農(nóng)牧業(yè)投資結(jié)構(gòu)

政府支農(nóng)支出對農(nóng)民收益有正向拉動作用，不同種類的支農(nóng)項目實際效果不同。政府必須在實際支農(nóng)項目執(zhí)行前，考量各項目對農(nóng)民收入的帶動功效，優(yōu)化支農(nóng)機制。結(jié)合實際情況摸透財政農(nóng)業(yè)投資項目的主次關(guān)系，調(diào)整政府農(nóng)業(yè)投資對農(nóng)民收入的帶動功效。科學(xué)區(qū)劃省部級與地方政府支農(nóng)義務(wù)，規(guī)范使用省、市、縣等政府財政資金，合理劃分地方政府支農(nóng)責(zé)任，避免財政支農(nóng)資金重復(fù)投入，優(yōu)化財政支農(nóng)結(jié)構(gòu)[8]。

4.2.3 優(yōu)化財政支農(nóng)方式

財政支農(nóng)支出要實事求是，依據(jù)我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)狀合理安排財政支出。根據(jù)各省份不同情況分辨新項目，分清主次，因時制宜，有重點、有針對性地投入資金。支農(nóng)支出應(yīng)向農(nóng)業(yè)科學(xué)、農(nóng)業(yè)技術(shù)革新與健康教育行業(yè)傾斜。部分地區(qū)農(nóng)民日常生活質(zhì)量較低、鄉(xiāng)村設(shè)備差、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展較慢，開展財政資金投入時，要重視設(shè)施建設(shè)，兼顧農(nóng)業(yè)生態(tài)、科技教育、環(huán)境衛(wèi)生等，明確目的并全方位落實[9]。

4.2.4 加大監(jiān)管力度

嚴(yán)格監(jiān)督，提升資金應(yīng)用經(jīng)濟效益。明確財政單位及農(nóng)業(yè)部門的職責(zé)，將錢花在農(nóng)民立即獲利的項目上，管住財政資金，避免任何形式的侵吞、徇私舞弊行為，充分發(fā)揮財政資金的功效。為使財政真正用之于民，應(yīng)逐村貫徹落實，推進(jìn)財政深化改革。財政部門要創(chuàng)建周密的檢測管理體系，追溯資金分派、付款、應(yīng)用等各個環(huán)節(jié)，協(xié)同金融機構(gòu)相互配合，加強監(jiān)督財政支農(nóng)資金注入、管理使用全過程，避免侵吞和占有財政支農(nóng)資金[10]。

基于上述研究結(jié)論，得出以下啟示。一是建立財政支農(nóng)促進(jìn)農(nóng)村居民增收的長效機制；關(guān)注財政支農(nóng)的“門檻效應(yīng)”，根據(jù)本地農(nóng)村居民收入水平，綜合權(quán)衡財政支農(nóng)與農(nóng)民增收等目標(biāo)。二是深化金融服務(wù)促進(jìn)農(nóng)民收入水平提高，考慮到金融助農(nóng)的門檻特征，結(jié)合當(dāng)前本區(qū)域農(nóng)村居民收入水平與經(jīng)濟發(fā)展階段合理配置金融資源。三是發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟，優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的同時，提高農(nóng)村居民受教育水平，提升勞動者綜合素質(zhì)，進(jìn)而適應(yīng)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程中的崗位需求。